命令控制型環(huán)境政策效應(yīng)的實(shí)證分析
——以“兩控區(qū)”政策為例①

李小勝, 時(shí) 辰, 張思思

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院, 安徽 蚌埠 233030)

0 引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，根據(jù)可比價(jià)格計(jì)算1979-2018年年均增長(zhǎng)速度為9.4%，經(jīng)濟(jì)總量從1979年的4067.7億元增加到2018年的90.03萬(wàn)億元。中國(guó)傳統(tǒng)的粗放型發(fā)展模式是以破壞生態(tài)環(huán)境為代價(jià)的，日益嚴(yán)重的環(huán)境污染成為我國(guó)當(dāng)前社會(huì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突出問(wèn)題。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、民生和就業(yè)等具有消極作用。由于環(huán)境規(guī)制的要求，企業(yè)會(huì)增加環(huán)境治理投入，在總成本相對(duì)恒定的情況下，減少創(chuàng)新支出，使得企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力降低，整個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展減緩，就業(yè)質(zhì)量下降。但“波特假說(shuō)”的觀點(diǎn)卻與此大相徑庭，波特認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和民生就業(yè)具有積極作用。合理的環(huán)境規(guī)制促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新投入，通過(guò)生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和節(jié)能減排創(chuàng)新發(fā)展，從排污源頭和排污過(guò)程兩方面實(shí)現(xiàn)雙重環(huán)境治理。由此發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制在改善環(huán)境污染的同時(shí)，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和民生就業(yè)的影響具有不確定性。以“兩控區(qū)”政策為例，通過(guò)在全國(guó)范圍內(nèi)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度進(jìn)行劃分，來(lái)具體分析當(dāng)前命令控制型環(huán)境政策的有效性。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

采用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，為1995-2016年地級(jí)以上城市市轄區(qū)數(shù)據(jù)。由于部分城市的部分年度數(shù)據(jù)不可得，樣本量為287個(gè)地級(jí)以上城市。其中，兩控區(qū)內(nèi)城市有160個(gè)，區(qū)外城市有127個(gè)。主要被解釋變量為每平方公里二氧化硫排放對(duì)數(shù)值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第一、二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人員比重、職工平均工資。

1.2 研究方法

基于1998年“兩控區(qū)”政策構(gòu)建如下雙重差分模型，比較“兩控區(qū)”政策前后處理組與對(duì)照組地區(qū)的環(huán)境、經(jīng)濟(jì)以及社會(huì)效應(yīng)，模型構(gòu)建如式(1)：

(1)

以每平方公里SO2排放對(duì)數(shù)值指標(biāo)衡量環(huán)境效應(yīng)，來(lái)檢驗(yàn)“兩控區(qū)”政策的實(shí)施是否能有效控制大氣污染，改善環(huán)境質(zhì)量?；貧w方程如式(2)所示：

(2)

其中l(wèi)npso2it表示每平方公里SO2排放對(duì)數(shù)值，參考湯韻等[1]控制變量Xit′包括：期初的地區(qū)實(shí)際GDP水平，即lngdp；當(dāng)年實(shí)際使用外資金額對(duì)數(shù)值lnfdi。其次，分析了實(shí)施“兩控區(qū)”政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用結(jié)果，采用曹澤等[2]的方法核算資本存量，為了解決控制變量缺失問(wèn)題，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程的解釋變量作為控制變量Xit′，代入式(1)后，回歸方程如式(3)所示：

lngit=α+βTCZi×Post98t+γ1lnyi,t-1+

γ2lninvri,t+γ3(popurit+θit+δit)+μi+λt+εit

(3)

(4)

2 實(shí)證結(jié)果

2.1環(huán)境效應(yīng)分析

首先，方程式(2)分析了實(shí)施“兩控區(qū)”政策對(duì)二氧化硫污染排放的作用，結(jié)果如表1所示。表1第(1)(2)(3)列分別報(bào)告了全國(guó)范圍內(nèi)、兩控區(qū)內(nèi)以及非兩控區(qū)內(nèi)實(shí)施“兩控區(qū)”政策之后各年二氧化硫的排放，結(jié)果都表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策之后各年二氧化硫的排放顯著降低，所有的系數(shù)都為負(fù)，特別是兩控區(qū)的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，而且系數(shù)較總體樣本和非兩控區(qū)樣本的系數(shù)都大，表明兩控區(qū)的劃定對(duì)控制污染起到了積極的作用。人均GDP對(duì)數(shù)的系數(shù)為正且顯著，產(chǎn)出的增加是會(huì)導(dǎo)致二氧化硫排放的增加，這與中國(guó)的目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策是相關(guān)的，如果綠色產(chǎn)業(yè)或者是第三產(chǎn)業(yè)比重增加，二氧化硫的排放也是能夠減少的。

表1 “兩控區(qū)”政策對(duì)SO2排放控制的作用

2.2 經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析

根據(jù)回歸方程式(3)分析了實(shí)施“兩控區(qū)”政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)果如表2所示。表2第(1)列是以實(shí)施“兩控區(qū)”政策的地區(qū)為考察組、以全國(guó)其他地區(qū)為對(duì)照組的估計(jì)結(jié)果，從中可知，“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響在5%的水平上顯著為正，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重與第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重的比值明顯上升，工業(yè)的發(fā)展在一定程度上受到了阻礙。第(2)-(6)列是分別以一、二、三、四、五線城市為總體，發(fā)現(xiàn)只有一線城市的結(jié)果在1%的水平上顯著為正，二、三、四、五線城市的結(jié)果都不顯著，表明一線城市對(duì)“兩控區(qū)”政策的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作用最明顯。

表2 “兩控區(qū)”政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用

同樣以實(shí)施“兩控區(qū)”政策的地區(qū)為考察組、以全國(guó)其他地區(qū)為對(duì)照組的估計(jì)結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響不顯著，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展相對(duì)較平穩(wěn)，沒(méi)有太大變動(dòng)幅度。研究還發(fā)現(xiàn)，只有一線城市的結(jié)果在5%的水平上顯著為負(fù)，二、三、四、五線城市的結(jié)果都不顯著，由此表明，“兩控區(qū)”政策對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響在一線城市最明顯，發(fā)生了顯著降低，而二、三、四、五線城市的變化則沒(méi)有太明顯，相對(duì)保持原先的狀態(tài)。

由對(duì)照的估計(jì)結(jié)果可知，“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展明顯減少，即工業(yè)的發(fā)展在一定程度上受到了阻礙。只有一線城市的結(jié)果在1%的水平上顯著為正，二、三、四、五線城市的結(jié)果都不顯著，由此表明，在一線城市“兩控區(qū)”政策使第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展迅速減緩，而二、三、四、五線城市的變化則沒(méi)有太明顯，二、四、五線城市均處于下降狀態(tài)。

由估計(jì)結(jié)果可知，“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的影響在5%的水平上顯著為正，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)明顯上升，服務(wù)業(yè)的發(fā)展在一定程度上受到了推動(dòng)。只有一線城市的結(jié)果在1%的水平上顯著為正，表明“兩控區(qū)”政策對(duì)一線城市的第三產(chǎn)業(yè)作用最明顯，而二、三、四、五線城市的變化則沒(méi)有太明顯，甚至四線城市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)生了下降。

2.3 社會(huì)效應(yīng)分析

表3第(1)列是以實(shí)施“兩控區(qū)”政策的地區(qū)為考察組、以全國(guó)其他地區(qū)為對(duì)照組的估計(jì)結(jié)果，從中可知，“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響不顯著，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)在農(nóng)業(yè)方面的就業(yè)相對(duì)較平穩(wěn)，沒(méi)有太大變動(dòng)幅度。第(2)-(6)列是分別以一、二、三、四、五線城市為總體，其中實(shí)施“兩控區(qū)”政策的地區(qū)為考察組、其他地區(qū)為對(duì)照組的估計(jì)結(jié)果，從中發(fā)現(xiàn)，只有一線城市的結(jié)果在1%的水平上顯著為負(fù)，二、三、四、五線城市的結(jié)果都不顯著，由此表明，“兩控區(qū)”政策對(duì)農(nóng)業(yè)就業(yè)的影響在一線城市最明顯，發(fā)生了顯著降低，而二、三、四、五線城市的變化則沒(méi)有太明顯，相對(duì)保持原先的狀態(tài)。

表3 “兩控區(qū)”政策對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響

同樣以實(shí)施“兩控區(qū)”政策的地區(qū)為考察組、以全國(guó)其他地區(qū)為對(duì)照組的估計(jì)結(jié)果可知，“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響不顯著，表明，只有五線城市的結(jié)果在10%的水平上顯著為正，一、二、三、四線城市的結(jié)果都不顯著，由此表明，“兩控區(qū)”政策對(duì)工業(yè)就業(yè)的影響在五線城市最明顯，發(fā)生了顯著上升，而一、二、三、四線城市的變化則沒(méi)有太明顯，相對(duì)保持原先的狀態(tài)。

由對(duì)照的估計(jì)結(jié)果可知，“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響在1%水平上顯著為負(fù)，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)在服務(wù)業(yè)業(yè)方面的就業(yè)產(chǎn)生了下降。一線城市的結(jié)果在1%的水平上顯著為正，三線城市的結(jié)果在5%的水平上顯著為負(fù)，由此表明，“兩控區(qū)”政策使得一線城市的服務(wù)業(yè)就業(yè)明顯上升，使三線城市的服務(wù)業(yè)就業(yè)明顯降低。

研究發(fā)現(xiàn)“兩控區(qū)”政策的實(shí)施對(duì)職工平均工資的影響在1%水平上顯著為正，由此表明實(shí)施“兩控區(qū)”政策地區(qū)職工平均工資明顯提升。一線城市和三線城市的結(jié)果在1%的水平上顯著為正，其余都不顯著，由此表明，“兩控區(qū)”政策使得一線城市和三線城市的職工平均工資明顯上升。

3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.1 雙重差分模型假設(shè)檢驗(yàn)

3.1.1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的可靠性，上述實(shí)證數(shù)據(jù)必須滿足平行趨勢(shì)，所以構(gòu)建了模型(5)：

Yit=α+βtTCZi×Post98t+∑τ∈{-2，-1,0}βτTCZi×

(5)

其中，TCZi還是分組虛擬變量，但這時(shí)Post98τ有所變化，Post98τ為年份虛擬變量，當(dāng)年份為1995時(shí)，Post98-2取值為1，反之為0；當(dāng)年份為1996時(shí)，Post98-1取值為1，反之為0；當(dāng)年份為1997時(shí)，Post980取值為1，反之為0。從而，政策實(shí)施前有3個(gè)年份虛擬變量，以及TCZi與其得到的3個(gè)交互項(xiàng)，其他變量的含義同前面的模型。

變量TCZ×Post98-2和TCZ×Post98-1表示是否受“兩控區(qū)”政策影響的虛擬變量與“兩控區(qū)”政策實(shí)施之前2年和前1年的年份虛擬變量的交叉項(xiàng)，TCZ×Post98-2和TCZ×Post98-1的系數(shù)即可用來(lái)評(píng)估處理組與對(duì)照組在政策實(shí)施前因變量的變化是否一致。通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在評(píng)估經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的過(guò)程中，變量TCZ×Post98-2和TCZ×Post98-1的系數(shù)完全不顯著；加入控制變量后，變量TCZ×Post98-2和TCZ×Post98-1的系數(shù)也基本不顯著，只有在考察第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重時(shí)，TCZ×Post98-1的系數(shù)在10%的水平上略微顯著，主要可能是控制變量的選取使得“兩控區(qū)”政策在1995年經(jīng)濟(jì)效應(yīng)大幅度降低，在1996年經(jīng)濟(jì)效應(yīng)大幅度上升，我國(guó)“兩控區(qū)”的劃分是按一定的標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施的，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展本身就對(duì)地區(qū)環(huán)境的變化相對(duì)較敏感。由此表明所使用的雙重差分模型的平行趨勢(shì)假設(shè)成立。

3.1.2 隨機(jī)性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的可靠性，上述數(shù)據(jù)必須滿足隨機(jī)性檢驗(yàn)，所以構(gòu)建了模型(6)：

Yit=α+βTCZi×Post98t+β'TCZi×Post96t+

Xit′γ+μi+λt+εit

(6)

對(duì)“兩控區(qū)”政策進(jìn)行預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)，通過(guò)在模型(2)中分別加入TCZi×Post96t和TCZi×Post97t進(jìn)行單獨(dú)估計(jì)，分別考察在1996年與1997年是否存在預(yù)期效應(yīng)，其中，Post96t與Post97t的定義方法同Post98t，其他變量的含義同前面的模型。若β'和β''的結(jié)果顯著，則表明在政策調(diào)整之前存在預(yù)期效應(yīng)。通過(guò)預(yù)期效應(yīng)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，TCZi×Post96t和TCZi×Post97t的系數(shù)均不顯著，且核心變量TCZi×Post98t的系數(shù)仍顯著為正，由此可知，“兩控區(qū)”政策沖擊之前，處理組城市對(duì)該政策變動(dòng)并不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

國(guó)家可以使“兩控區(qū)”政策在某個(gè)時(shí)點(diǎn)立馬出臺(tái)，但其對(duì)環(huán)境的改善效果并不一定是即時(shí)的，隨著時(shí)間的推移其效應(yīng)也許會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化，故建立回歸方程如式(7)所示：

Yit=α+∑τ∈{0-，1+，2+，…，19+}βτTCZi×Post98τ+

Xit′γ+μi+λt+εit

(7)

其中，TCZi還是分組虛擬變量，但這時(shí)Post98τ有所變化，Post98τ為年份虛擬變量，TCZi×Post98τ是兩個(gè)虛擬變量的集合，等于1表示城市i實(shí)施“兩控區(qū)”政策已經(jīng)過(guò)了τ期，其中1≤τ≤19，τ=0-表示城市i已經(jīng)實(shí)施了“兩控區(qū)”政策在0期及以下，τ≤0-作為對(duì)照，，其他變量的含義同前面的模型。系數(shù)β1、β2……β19反映了政策實(shí)施后1年，2年，……19年實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的差異。結(jié)果顯示在2005年及之前實(shí)行“兩控區(qū)”政策的地區(qū)相對(duì)于其他地區(qū)SO2有顯著提高，體現(xiàn)出“兩控區(qū)”政策實(shí)行初期沒(méi)有忽然改善原有的模式。2005年-2010年在沒(méi)有加入控制變量時(shí)SO2有顯著提高，加入控制變量后SO2的變化不再顯著，2011年及之后的結(jié)果基本不顯著，表示沒(méi)有發(fā)生明顯反彈跡象。

“兩控區(qū)”政策對(duì)就業(yè)的動(dòng)態(tài)影響分析表明，實(shí)行“兩控區(qū)”政策的地區(qū)相對(duì)于其他地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重顯著上升；第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重于1998年和1999年在10%的水平上顯著降低，在2005年-2012年期間顯著上升，說(shuō)明短期內(nèi)“兩控區(qū)”政策的實(shí)行使得第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員明顯減少，一段時(shí)間后，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)“兩控區(qū)”政策的適應(yīng)性不斷增強(qiáng)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員在2005年-2012年期間明顯增加；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重在1%的水平上顯著降低；職工平均工資在2002年后有了明顯提升。由此表明，“兩控區(qū)”政策實(shí)行初期，工業(yè)和服務(wù)業(yè)就業(yè)人員比重大幅降低，經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的調(diào)整適應(yīng)，工業(yè)就業(yè)人員自2005年起有了明顯上升，直到2013年趨于穩(wěn)定。

4 結(jié) 論

從環(huán)境政策效應(yīng)評(píng)估的角度，對(duì)命令控制型工具效應(yīng)進(jìn)行了因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)了環(huán)境政策在我國(guó)不同發(fā)達(dá)程度地區(qū)的環(huán)境效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和社會(huì)效應(yīng)。1.環(huán)境政策的環(huán)境效應(yīng)顯著為正，經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在發(fā)達(dá)城市最顯著，社會(huì)效應(yīng)在各線城市效果各異。實(shí)施“兩控區(qū)”政策后，SO2的排放得到明顯改善。發(fā)達(dá)城市的重心轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，就業(yè)數(shù)量和就業(yè)質(zhì)量都得到明顯改善。另外，通過(guò)對(duì)滯后效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，2010年之后環(huán)境效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和社會(huì)效應(yīng)都沒(méi)有發(fā)生任何反彈現(xiàn)象。2.命令控制型環(huán)境政策具有兩面性，一方面，使環(huán)境有所改善；另一方面，使我國(guó)經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)一時(shí)難以成功轉(zhuǎn)型，發(fā)展受挫。命令控制型環(huán)境政策在我國(guó)國(guó)情下具有強(qiáng)烈的執(zhí)行力，使環(huán)境得以明顯改善，并進(jìn)一步促使我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)迅速轉(zhuǎn)型，使得經(jīng)濟(jì)和就業(yè)在第三產(chǎn)業(yè)得到更好的發(fā)展。